陳 棟,劉鵬凌
(安徽農業大學經濟管理學院,安徽 合肥 230036)
安徽省是農業大省和糧食主產區,地形地貌以平原、丘陵和低山為主,豐富的秸稈資源及較大面積的低山草場為肉牛養殖提供了十分有利的條件。安徽省肉牛養殖由來已久,目前處于轉型升級階段,傳統的農戶散養方式正在逐步淡出,規模化經營的新型肉牛養殖主體開始涌現。如何提升肉牛養殖效益,推動安徽省肉牛產業發展是值得研究的現實問題,而明確肉牛養殖效益的影響因素及影響程度是問題的關鍵所在。
國內外部分學者針對我國畜牧業養殖的經濟效益開展了相關研究。Longworth[1]通過對中原地區和東北地區不同模式下肉牛的養殖成本收益情況進行了比較,進而提出了規模養殖收益和風險共存的理念。王鳳蘭等[2]采用因素分析法提出了農畜產品經濟效益的影響因素以及影響程度。在生豬養殖方面,規模養殖戶在綜合成本控制上具有優勢[3],生豬養殖數量、出售價格、仔畜費、精飼料費是影響生豬養殖效益的主要因素[4-5]。在肉羊養殖方面,飼草料成本、人工成本、醫藥防疫成本、固定資產折舊成本等因素對肉羊養殖的成本效益率具有重要影響[6]。在肉牛養殖方面,肉牛體重、出售單價、購牛成本及精飼料費用因素是影響農戶肉牛養殖效益的最主要因素[7]。
已有研究多是從養殖成本總體統計的角度來分析其生產效益,而本文從成本內部因素角度研究其對生產效益的影響,以期為肉牛養殖主體加強肉牛生產能力提供對策建議。
安徽省位于我國肉牛養殖的中原產區,該產區具有發展肉牛生產的自然資源優勢和地理優勢。進入21世紀以來,安徽省肉牛存欄和出欄量總體呈現下降趨勢,且存欄量下降幅度更大,到2007年之后才略有上升,然后開始趨于平穩。2015年安徽省肉牛年末存欄量為129.8萬頭,比2014年減少1.5%;出欄量為124.9萬頭,比2014減少7.6%。同時,安徽省牛肉產量總體上也呈現下降趨勢,2001—2006年,牛肉總產量變動幅度較小,受2007年存欄、出欄量大幅減少的影響,全省牛肉產量同比也下降較多,但此后牛肉產量開始緩慢增加并逐漸趨于平穩,其中2015年安徽省牛肉產量為17.9萬t,比2014年減少了0.26萬t,降幅1.46%,安徽省牛肉產量占全國牛肉產量的比重已由2001年的9.73%下降到2015年的3.6%。
從表1可以看出,2015年皖北地區的阜陽、蚌埠肉牛養殖優勢明顯;宿州、亳州等產區肉牛養殖的出欄量逐年增大,單產水平也穩步提升,是全省牛肉產量的重要增長點;皖南及皖西地區的滁州、六安等產區受地理環境影響,雖然每年牛肉產量呈增長趨勢,但波動較大,在安徽省肉牛總產量中占比較低。2015年,阜陽市、蚌埠市和宿州市的肉牛存欄量、出欄量、牛肉產量都位居全省前三位,其中阜陽市牛存欄量、出欄量、牛肉產量占全省近1/4。

表1 2015年安徽省各地市肉牛養殖情況
本研究選取每百頭肉牛的純效益為被解釋變量,出欄量、每單位物質與服務費用、平均每頭出售價格、肉產量4個變量為解釋變量。考慮到采用樣本數據的可得性選用《安徽省農產品成本效益資料匯編》中1995—2015年肉牛生產投入產出的時間序列數據。用每百頭肉牛的純效益作為肉牛養殖效益的代表因素,出欄量、每單位物質與服務費用、平均每頭出售價格、肉產量作為影響肉牛養殖效益的因素。為了減少通貨膨脹因素的干擾,將平均每頭牛出售價格用安徽省農村居民消費價格指數進行平減,而每單位的物質與服務費用主要包括了仔畜費及飼料費,用農業生產資料價格指數進行平減,近似轉化成實物量指標。將每百頭肉牛的純效益作為因變量,記為RNP,將出欄量、每單位物質與服務費用、平均每頭出售價格、肉產量作為自變量,分別記為ABS、RMSC、RHP、OPM。為了消除數據的異方差,使各變量之間擬合效果更好,對原始數據取自然對數,為模型計算提供方便。
2.2.1 單位根檢驗 由于經濟環境中的數據大部分是不平穩的,如果直接對這些數據進行回歸分析可能會出現“偽回歸現象”,因此需要對原始數據進行單位根檢驗。本研究運用Eviews 6.0軟件,采用ADF法對1995—2015年安徽省肉牛生產的每百頭肉牛純效益、出欄量、每單位物質與服務費用、平均每頭出售價格、肉產量的時間序列數據進行平穩性檢驗。檢驗結果如表2所示,各原始序列在5%的顯著性水平下是不拒絕存在單位根的原假設,即各個序列在原序列水平下是不平穩的,而序列在一階差分后均為平穩序列。在此,記原序列為I(0)序列,一階差分后的序列為I(1)序列。

表2 各變量ADF檢驗結果
2.2.2 相關性分析 由于本研究的數據均為數值數據,為研究各變量之間的關系,還要對變量之間的相關性進行分析,若被解釋與解釋變量之間相關性較高,則模型研究有意義,若自變量之間相關性過高,則變量之間的多重共線性較強,模型回歸結果不可靠。
為研究兩兩變量之間的相關關系,對兩兩變量之間進行相關性分析并檢驗相關性的顯著性。因此,可以用皮爾遜相關系數對變量間的相關程度進行測量,皮爾遜相關系數公式如下:

運用Eviews 6.0軟件考察各變量之間的相關性,在0.01的顯著水平下發現:由于LNOPM與其余變量的相關系數均較高,最高可達0.987,因此,刪除LNOPM變量進行實證分析。
2.2.3 協整檢驗 從表2可以看出,各個變量均為一階單整,說明這組時間序列雖然自身非平穩,但其某種線性組合卻可能平穩。本研究選取Johansen協整檢驗法,從表3可以看出,LR、FPE、AIC、SC和HQ等5個評價指標全部認為協整檢驗的滯后階數為VAR模型最優滯后階數減1,即VAR模型的最優滯后階數應為4階。因此,可以確定Johansen協整檢驗的最優滯后階數應為3階。
由各變量ADF檢驗結果(表2)可得到Johansen協整檢驗的軌跡統計量檢驗結果(表4)。由表4可知,在1995—2015年樣本期間內,LNRNP、LNABS、LNRMSC及LNRHP在0.05的顯著性水平下,拒絕不存在協整以及存在一個協整的原假設,即各變量之間至少存在2個協整關系,即長期穩定的均衡關系,由表5得到LNRNP為被解釋變量的標準化協整方程如下:

表3 最優滯后階數檢驗結果

表4 Johansen協整檢驗結果

表5 長期回歸結果

LnABS、LnRMSC及LnRHP對LnRNP的影響系數分別為5.29、-3.04和3.13,且在0.05的顯著性水平下顯著,對應的調整R2為0.987,模型解釋了整體的98%,F值為232.365,對應P值為0.000,在0.05的顯著性水平下整個模型是顯著的。
最后對模型進行單位根檢驗以檢驗殘差項是否平穩,得到結果ADF統計量-3.892、1%臨界值-2.528、5%臨界值-1.978、10%臨界值-1.502、P值0.001,通過ADF單位根檢驗可得,在0.05的顯著性水平下,拒絕存在單位根的原假設,即殘差項是平穩的,因此,再次檢驗得出變量具有長期協整關系且上述協整關系方程成立。
根據上述結果,本研究對LnRNP、LnABS、LnRMSC等3個變量的協整方程作如下解釋:
(1)在其他因素不變的情況下,肉牛的出欄量對養殖純效益的影響呈顯著正相關。肉牛出欄量上升1個百分點時,會使肉牛養殖純效益上升5.29個百分點,出欄量的增加對于促進肉牛養殖主體增收的彈性系數超過5。當前安徽省的肉牛養殖正趨于規模化,肉牛養殖規模擴大促進肉牛出欄量增加,進而提升肉牛養殖效益。
(2)在其他因素不變的情況下,肉牛養殖每單位物質與服務費用對養殖純效益的影響呈顯著負相關。每單位物質與服務費用上升1個百分點,會導致肉牛養殖純效益下降3.04個百分點,物質與服務費用上漲抑制肉牛養主體增收的杠桿效應為3.04倍。仔畜、飼料價格和人工成本的上漲,增加了肉牛養殖的總成本,進而抑制肉牛養殖的效益提高。
(3)在其他因素不變的情況下,平均每頭牛出售價格對養殖純效益的影響呈顯著正相關。平均每頭牛出售價格上升1個百分點時,肉牛養殖純效益上升3.13個百分點,平均每頭牛出售價格的增加對于促進肉牛養殖主體增收的彈性系數超過3。肉牛產業鏈下游牛肉銷售價格的上漲能夠促進肉牛出欄價格的上漲,進而提升肉牛養殖效益。
在當前土地流轉政策上,應適度對肉牛養殖用地給予傾斜,鼓勵建設規模養殖場,實施肉牛標準化養殖場建設,通過規模化來實現出欄量的增長,以此來提高肉牛養殖效益。政府還應通過獎補等政策措施,加快培育新型肉牛養殖主體,增加肉牛養殖主體養牛的積極性,推動肉牛養殖的適度規模經營。
政府應支持肉牛養殖協會以及合作社發展,以培育和壯大一批新型農業經營主體;加快推廣農牧結合生態循環農業模式和節本增效養殖技術模式,通過規模化來降低養殖成本。目前,安徽省肉牛養殖的規模化水平雖然相比以往稍有提高,但是對比其他省份而言,規模化水平還是較低,一方面通過規范化的專業合作組織可以提高養殖規模,另一方面專業合作組織還可以通過統一的購進飼料、仔畜等物資來降低養殖成本,做到以合作社的優勢來加強肉牛生產的科學管理,從而控制生產成本。
政府應通過政策引導規模化的肉牛經營主體加快完善肉牛產業鏈,大力發展牛肉產品的精深加工、保鮮儲運,加快培育新業態、開發新產品、開拓新市場,通過下游產業鏈價值推動肉牛養殖效益的提升。
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